Étude 1 :
Chantoin, S., Hazif-Thomas, C., Billon, R., Thomas, P. (2001). Construction d’une échelle d’appréciation de la démotivation chez la personne âgée. L’Encéphale, 27, 450, 458.

Étude 2 :
Billon, R., Chantoin, S., Hazif-Thomas, C., Arroyo Anllo, E.M., Thomas, P.H. (2001). Validité et fiabilité d’une échelle d’appréciation de la démotivation (EAD). L’Année Gérontologique, 15, 49-59.

L’instrument est composé de 15 questions portant sur les symptômes principaux de la démotivation. L’évaluation se fait indirectement; l’évaluateur doit répondre aux questions concernant le/la patient(e), en les cotant sur une échelle de style Likert (1=très souvent, 2=souvent, 3=parfois, 4=jamais). L’item 8 doit être coté de manière inverse. Exemple de question : « 1. Prend-il/elle des initiatives dans sa vie quotidienne?, 2. A-t-il/elle des loisirs, des centres d’intérêts qui le/la motivent?, 3. Sa santé le/la préoccupe-t-il/elle? ».

L'intrument a été conçu en français.

Étude 1 :
L’instrument a été testé sur une population de 98 malades, 44 de ceux-ci sans altération cognitive (femmes = 27, âge moyen = 83,48 ans pour les femmes et 76,20 ans pour les hommes), 54 atteints de démence majoritairement la maladie d’Alzheimer (femmes = 27, âge moyen = 82,40 ans pour les femmes et 74,76 ans pour les hommes).

Étude 2 :
Pour cette étude de validation, 84 patients ont participé (femmes = 69%, âge moyen = 80,38 ans), dont deux tiers présentaient une démence.

L'instrument a été conçu en français.

Étude 1 :
Un prétest a été fait avec une version à 21 items. Les résultats de ce prétest sont décrits dans les sections suivantes. Ce prétest a permis d’exclure 6 items (2, 3, 5, 14, 16, 20) qui ne contribuaient pas à une évaluation de la démotivation chez l’âgé, résultant en une échelle finale 15 items.

Étude 2 : Non mentionné.

Étude 1 :
Version à 21 items:
La cohérence interne a été vérifiée en calculant les corrélations de chaque item avec le score final. Toutes ces corrélations étaient significatives, à l’exception des items 3 et 14 qui ont une corrélation de 0,20 et 0,27 respectivement.

Stabilité temporelle : une analyse de la variation entre test (T₁) et retest (T₂) (intervalle de 1 mois) fait avec tous les participants s’est révélée non-significative (t=1,31, p>0,10). Les résultats étaient également non-significatifs en prenant les cotations de chaque évaluateur indépendamment. Malgré tout, une analyse avec le test de Spearman et le test kappa de Cohen a démontré que les items 5 et 20 n’étaient pas constants sur T₁ et T₂.

La cohérence interne calculée avec l’alpha de Cronbach est de 0,91.

Version à 15 items : Non mentionné.

Étude 2 :
Cohérence interne : Le coefficient alpha de Cronbach est de 0,95. Aussi, les corrélations item-score total varient entre 0,494 et 0,879.

Fidélité inter-juges : Lorsque le sujet était évalué simultanément par deux évaluateurs, les coefficients Kappa de concordance des différents items évoluaient entre 0,8 et 1 et les coefficients Spearman Rho entre 0,9 et 1.

Stabilité temporelle : Une analyse test-retest (N=84, intervalle de plusieurs semaines) a révélé des coefficients Kapps allant de 0,81 et 0,97 pour chacune des variables et pour le coefficient Spearman Rho, de 0,86 à 0,98.

Les coefficients de corrélation intra-classe obtenus à partir des scores globaux de l’EAD étaient de 0,993 dans le cas de l’évaluation de la fidélité inter-juges et de 0,991 dans le cadre de l’étude test-retest. 

Étude 1 :
Version à 21 items:
Sensibilité : Une analyse de chaque item par la fréquence sur chaque modalité de l’échelle Likert a permis d’observer que l’item 2 ne répondait pas au critère de sensibilité puisqu’il réunit sur seulement deux modalités plus de 94% des sujets. Les  autres 21 items contribuent a une bonne évaluation de l’hétérogénéité des patients par leur répartition.

Validité de contenu : la cohérence inter-juge a été calculée à l’aide du test de Student apparié. La différence entre les scores des différents évaluateurs était toujours non-significative (p>0,05). Par contre, lorsqu’un test de Spearman et un test kappa de Cohen ont évalué la différence pour chaque item, il a été démontré une différence significative de cotation pour l’item 16.

Une analyse factorielle a révélé 3 axes expliquant 65% de la variance totale. L’axe 1 explique 48% de la variance et représente donc la dimension principale de la démotivation, c’est-à-dire l’attente du désire et de l’anticipation.

Version à 15 items:
L’EDA a été comparée à l’échelle de Cornell (Alexopoulos, 1988) évaluant la dépression dans la démence et l’échelle de Marin (Marin, 1997) évaluant l’apathie. Toutes les corrélations étaient significatives; corrélation entre EAD et Marin = 0,761, corrélation entre EAD et Cornell = 0,324). La corrélation de 0,76 entre l’EAD et l’échelle de Marin suggère une bonne convergence puisque les deux échelles ont des traits communs. La corrélation entre l’EAD et l’échelle de Cornell est statistiquement significative mais très faible ce qui conduit à vérifier l’hypothèse que les deux instruments évaluent deux traits différents.

Étude 2 :
Tous les patients se sont fait administrer les tests suivants, en plus de l’EAD : 1) l’échelle d’apathie de Marin, 2) l’échelle de dépression chez les déments Cornell, 3) le MMS. Ceci a permis une comparaison de l’EAD avec ces autres échelles. En fait, lorsque le score au MMS diminue, celui à l’EAD augmente. Contrairement, le score à la grille Marin suit sensiblement la même évolution que celle du score à l’EAD. Pour ce qui est de la relation entre l’échelle de Cornell et l’EAD, elle démontre qu’un sujet peut être moyennement démotivé mais fortement ou non déprimé. Aussi, un sujet peut très démotivé et être déprimé, mais le score de dépression n’est pas nécessairement plus élevé.

Une première analyse factorielle en composantes principales faite à partir des 15 variables de l’EAD a révélé une structure à 2 facteurs. Un premier axe expliquant 56% de la variance totale et un deuxième axe expliquant 8% de la variance. Une méthode de partitionnement déterminait 5 groupes distincts de 19, 13, 11, 17 et 26 patients. Le premier groupe ayant une moyenne de 30,6 à l’EAD, les 2^e, 3^e et 4^e groupes ayant des moyennes peu éloignées de 37,5, 40 et 42,4 respectivement et le groupe 5 ayant une moyenne d’un peu plus de 50.

Validité intrinsèque : La spécificité et la sensibilité de l’EAD ont été évaluer en confrontant le jugement des familles (s’ils considéraient leur proche comme étant démotivé ou non) au score obtenu à l’EAD (score >37 considéré comme pathologique). La sensibilité est de 100% tandis que la spécificité est de 50% seulement.

La valeur prédictive positive est de 80% et quand une famille dit qu’un patient est démotivé, il a 80% de chances de l’être à l’EAD. La valeur prédictive négative est de 100% indiquant que lorsqu’une famille considère le proche comme étant non démotivé, il ne l’est effectivement pas. 

Non mentionné.

Version originale : Cyril Hazif-Thomas
UF Géronto-psychiatrie
CHG Quimperlé
Courriel : c.hazif-thomas@ch-quimperle.fr  ou  cyrilhazifthomas@yahoo.fr